книги из ГПНТБ / Бухвинер В.Е. Оценка качества радиосвязи

космические

ш у м ы ) . Поэтому хотя линейные испытания

д а ю т об­

щую картину,

но не обеспечивают возможность анализа

отдельных

ного лабораторного исследования в фиксированных

р е ж и м а х

ими-

8

Вход

шай Iподката

•0

7

Рис. 4.3. Блок-схема приемной части подканала системы

уплотнения с фазовой манипуляцией с .измерительным

оборудованием: •

/ — фильтр,- 2 — ограничитель;

3—детектор

ДФМ; 4 — регенера­

тор;

5 — дешифратор; б —схема совпадения искажений

и оши­

бок;

7 —ТАНК; 8 — счетчик

совпадений;

9 — счетчик

ошибок

татора коротковолнового канала

( И К Р К )

— «Эфир» [44]. При

этом

Задача сводится к определению следующих статистических

за­

кономерностей:

з

подканалов около 30 д Б с

полосой прозрачности

200 Г ц , ограничи­

теля 2 с чувствительностью

2 мВ и динамическим

диапазоном

40 дБ,

детектора

Д Ф М 3, регенератора

4 и д е ш и ф р а т о р а 5.

\

Блок 6

представляет собой

устройство, регистрирующее

совпа­

ванных

сигналов,

искаженных в

пределах

6 = 0-4-10%;

10-4-20%,

20-7-30%, 304-40% и 404-50%, применялся телеграфный

анализа ­

тор надежности к а н а л а Т А Н К (блок 7).

Результаты анализа

Анализ временных искажений на шумовой помехе

H=Uc/Um

позволяет оценить

степень соответствия к а н а л а

расчетным (проект­

ным)

параметрам ,

поскольку в случае

гауссового

ш у м а в

когерент­

ном

канале

функция распределения Р(Ь) д о л ж н а

[3, 14] аппрокси­

мироваться

нормальным законом:

Р ( б ) = — - i = - e

- 2 ° *

,

а у 2л

где а — математическое ожидание

случайной

величины;

а — сред­

неквадратичное отклонение.

Н а

рис. 4.4 приведены экспериментальные

распределения,

полу­

ченные

при

значении Н = 24-4. Это семейство

распределений

ап­

проксимируется в

области искажений

5-4-35 %

прямыми

линиями

5*

— 131 —

Следует отметить,

что в

области

8 > 3 5 % отклонение

графика

Я (б)

от линейности, увеличиваясь

с

рос­

величины

2% (при

Н = 2).

На рис. 4.5

'представлена кри­

вая,

построенная

с учетом

анализа

симметрии

временных

искажений

при

соотношении

Я = 4,

из

которой

следует,

что

искажения

симмет­

ричны.

n

, с

А

Функция

распределения

дует отметить,

что

нарушение

сим-

Рис.

4.5.

•

,

г J

временных искажений

при

шумо-

метрии

функции

распределения в

вой помехе:

конечном счете приводит к дополни-

вычисленная

кривая;

тельному

снижению

п о м е х о у с т о й ч и

экспериментальная

кривая

в о

с т и с

и с т

е м

ы

з а с ч

е т

смещения

ре­

генерирующих

импульсов

с центра

бинарных

знаков .

Гистограмму

распределения

(рис.

4.5),

построенную

на

осно-

je табличных

данных, 'можно

аппроксимировать н о р м а л ь н ы м зако­

ном распределения

с

п а р а м е т р а м и :

2

б£срЯ(

= - 1 , з « / о ;

° = v * n a t : ~

x a *

9,2%,

2 ni

?

где 6iC p — среднее значение искажений

в к а ж д о й

зоне,

соответст­

венно

равное

± 5 % ,

± 1 5 % ,

± 2 5 % ,

± 3 5 % ,

п. — число

фронтов,

зафиксированных в данной зоне.

а* и

По

полученным

п а р а м е т р а м

0*

построена

теоретическая

функция

распределения

(рис. 4.5, сплошная

к р и в а я ) , свидетельст­

доверительные

интервалы

при

доверительной

вероятности о\

рав ­

ной

0,9:

— 1,6 <

а <

— 1 %;

8,8 %

< ( т < 9 , 6 % .

В

табл .

4.2

приведены

п а р а м е т р ы

Т А Б Л И Ц А 4.2

нормального

распределения

времен­

ных

искажений при

отношении

Н=2,

н

2

3

4

3,4.

Н а к л о н прямых

рис. 4.4,

очевидно,

определяется

среднеквадратичным

от­

а

1,2

0,83

— 1,3

клонением

а:

увеличение

Я

приводит

к уменьшению

а и

к

увеличению

на­

0

17,6

12,4

9,2

клона прямой.

Очевидно,

значение

закона

распре­

Д | 6 | > 6 ' ) = 1 — j

P{b)db

' 1

е

' 2 С Т ' '

d6;

-6'

а /V2 л

6 — а

б'-а

й'-а

а

1

Р ( | 6 | > 6 ' ) = 1

*

_1_

dt=l

—

е

<й

2я j

2

где / 2 я+

б'J-о

2я

'

б'-а

1

Са

/ 2 я

t

* - 1

- т в

( 5

т - ' ) + т в

( ^ -

е

<#= Ф (я) — интеграл

вероятностей.

ний P c

= ^coBn/«o величины

6 ^ 3 7 %.

И з

рис. 4.6 видно, что

величина Рс существенно увеличивается

что при эксплуатации к а н а л о в с фазовой манипуляцией при

# > 5

ошибки в основном определяются и с к а ж е н и я м и . В то ж е

время

жений в

ошибки. Действительно, одновременная

регистрация

иска­

женного

фронта и ошибки маловероятна, т а к

как ошибка

есть

жений, а искаженный фронт при

6 ^ р. не м о ж е т

быть зафиксирован

( р , — и с п р а в л я ю щ а я способность

регенератора) .

Н а о б о р о т при ло-

25 J0

tO

45

50 6'/

да — 1

1

1

г

J

л

s н

Рис. 4.6. Частость совпадения

оши­

Р,ис.

4,7.

Распределение

временных

бок

и

искажений,

превышающих

искажений «а разных трассах и раз­

37%

ных режимах И'КР.К:

/ — режим

/

(600 км):

2 — режим

2

(1500

км); 3 — режим

3 (5000 км); 4 — ре­

жим

4 (10 000

км); PQ

— значения ве­

роятности

ошибок по

данным

счетчиков

ошибок

Н а

рис. 4.7 представлены

экспериментальные

распределения

временных

искажений,

полученные

в типовых р е ж и м а х

имитатора

«Эфир», а в т а б л . 4.3 д а н ы условия

измерения.

Т А Б Л И Ц А

4.3

Режим

Длина трассы [Соотношения амплитуд

Изменения фазовой

Флуктуации фазы

км

лучей А , \

А Г ;

А ,

длины пути

1

600

1; 0,7;

0,5

Быстрые

Глубокие

2

1 500

1; 0,6;

0,4

Медленные

Нормальные

3

5 000

1;

0,6;

0,4

4

10 000

1;

0,6;

0,4

К а к видно из рис. 4.7, зависимость Р(б)

в пределах 6^25 - ^45 %

аппроксимируется

прямыми

(1—4)

на логарифмической

функцио­

Т А Б Л И Ц А

4.4

нальной

сетке.

Следовательно,

плотность

распределения

времен­

Режим

Параметры распределения

ных искажений

детектированных

а

Ь

сигналов

при Д Ф М на

типовых

р е ж и м а х

И К Р К

«Эфир»

та к же,

;

1,9-10~3

2.3

как и

на

современных

радиоли ­

2

3 , 9 - Ю - 3

1,65

ниях,

эксплуатируемых

по систе­

ме

Д Ч Т , в ы р а ж а е т с я

степенным ^

3

4 , 1 - Ю - 4

2,2

законом Р(ё) =а8~ь,

где а и b —

4

3,6- Ю - 5

2,8

п а р а м е т р ы распределения, приве­

денные в

т а б л .

4.4,

однако зна-

ков оказывается более пологим.

Линейные испытания

на экспериментальной

кв О Б П

радиоли­

нии длиной 4200 км (соответствующей третьему режиму

имитатора

«Эфир») подканала с однократной

фазовой

манипуляцией

(<AF/V=

=

1,6)

подтверждают степенной закон распределения

временных

искажений,

уто

иллюстрируется

штрих-пунктирной

линией 5 на

рис. 4.7.

Степенной закон плотности распределения можно

использовать

для расчетной оценки вероятности

ошибок

СО

Р 0 = Д | б | > р , )

= а j

b'bdb.

Т А Б Л И Ц А 4.5

Режим

J

2

3

4

К

2 , 9 - Ю - 3

8-10~3

8 - Ю - 4

7 , 2 - Ю - 5

Ро

1 , 4 8 - Ю - 2

1 , 7 - Ю - 2

1 , Ы 0 ~ 3

2,6- Ю - 4

Ро/Р'0

5

2,1

1,4

3,6

Рс

0,41

0,40

0,43

0,65

В

табл .

4.5

приведены данные

расчетной

вероятности

ошибок

Р 0

и экспериментальные

значения

вероятности

ошибок Р 0 .

И з

табл .

4.5

следует,

что аппроксимация

закономерности Р ( б )

для всех значений вероятностей ошибок

при d = 0,7

вероятность

ошибочной

оценки Р 0 имеет величину, меньшую 0,1

(d — коэффи­

циент, характеризующий

степень точности

оценки) [56].

Отметим, что при экспериментальном

определении

вероятно­

сти ошибок

на шумовой помехе и на «эфирном» сигнале

регистри­

ровалось не менее 20 ошибочных знаков .

В табл .

4.5 представлены т а к ж е

величины частостей

совпаде-

' ния ошибок

и искажений

с в ы ш е 37%

на типовых р е ж и м а х

имита­

тора «Эфир». Увеличение

частости Р с , к а к и при шумовой

помехе,

наблюдается с общим повышением качества связи.

Н е в ы с о к а я

величина частости

- Р с ~ 0 , 4 4 - 0 , 6 5

подчеркивает в а ж ­

ность изучения

корреляционных

характеристик

частостей ошибок

и искажений .

кажений

фронтов

и ошибок при шумовой помехе и на

различных

р е ж и м а х

ИКР . К

(в пределах 6=164 - 25%; 25 - ьЭ5% и

354-45%).

A NI0

A NI&

, где A Niu =

A/0

2>«

VAN%

VTN%

l

S

Ni*

= _J

A/fl

ЛЛ/?0

/ I — 1

20

Рис. 4.8.

Коэффициент кор­

Рис. 4.9. Коэффициент

корреляции

реляции

между появлением

между появлением ошибки

и по­

ошибки /и искажением

паданием

искаженного

фронта в

соответствующую

область |(раз'ные

режимыHlKjP'K)

( Я = 24-5).

Ка к видно, степень

корреляции

возрастает

от

р = 0,8

до р = 0,99

при увеличении порога

регистрации с 20 до 40%,

откуда

следует,

что порог

сигнализации

при

автоконтроле

качества

связи

следует

выбирать

на

уровне 6 ^ 3 5 % .

Рисунки 4.9,

4.10

иллюстри­

руют влияние р е ж и м а

имитатора

«Эфир» и протяженности

трассы

вышающими значение 6 ^ 3 7 % ,

и ошибками .

Высокая степень корреляционной связи между появлением оши­

бок и попаданием искаженных

фронтов в зоны 304-40%

и 404-50%

( р > 0 , 8 7 )

говорит

о

целе­

1

сообразности

вести

оцен­

ку

помехоустойчивости

0,9

к а н а л а

Д Ф М

по

времен ­

ным

искажениям

в

этих

0.8

1000

2000

WO

W00R,KM

зонах,

не

прибегая

к об-

n

- in

, v

л

л.

корреляции

между ис-

наружению

ошибок.

Рис. 4.10.

Коэффициент

г ф

вероятность

кажениям.и

свыше

37%

и ошибками

в зависи-

* а

к

к

а к

моста

от длины трассы

появления

искаженных

фронтов в зоне 304-40%

больше вероятности

появления

искаженных фронтов

в зоне

404-

4-50%, а коэффициент корреляции в зоне 304-40%

уменьшается

незначительно

по сравнению с зоной

404-50%,

то

именно

зона

нения его при изменении поро-

,

'

га регистрации

искажении

—

Jt'2

меньше. Этот

факт

подтверж ­

дает

известный

вывод

о

том,

что помехоустойчивость

в

мно­

голучевом

канале

радиосвязи

.. ограничена

наличием

быстрых

10'

фазовых флуктуации и не мо­

жет быть увеличена с увели­

чением

мощности

передатчика.

Наконец, на рис. 4.11 пред ­

ставлены

абсолютные

значения

частостей,

искажений

Р&

и

ш

ошибок

Р0

д л я различных «шу­

мовых»

и

«эфирных»

условий

(кривые

J

и

2).

Эти

данные

наглядно

иллюстрируют

высо

Ро

кую

взаимозависимость

срав

Рис. 4Л1. Зависимость

между

вероят­

ниваемых

частостей

и

подтвер

ностью ошибок и вероятностью .искаже­

ж д а ю т

выводы, сделанные

вы

/ — шумовая

ний свыше

40%:

ше на основании таких относи

характеристика; 2 — характерис­

тики разных трасс ИКРК

тельных характеристик,

как

ко

эффициент

корреляции

р.

В то

ж е в р е м я

необходимо

подчеркнуть, что речь идет

о корре-

, ляционной,

а

не

функциональной

связи

м е ж д у

и с к а ж е н и я м и и

Д е й с т в и т е л ь н о, на реальных

радиолиниях вероятность

ошибок

и искажений растет с удлинением

трассы, что не следует из

кривой

2. Объяснение этого противоречия заключается в том, что при ими­

тации коротковолнового к а н а л а

на фединг - машине «Эфир»

отсут­

торые н а б л ю д а ю т с я в реальных

к а н а л а х

связи при возрастании

длины трассы. Это обстоятельство

еще раз

иллюстрирует известное

ванных сигналов и их

взаимосвязи с ошибками показывает, что

автоконтроль величины

временных искажений

обеспечивает

регист­

рацию качества

овязи

во в р е м я эксплуатации

р а д и о к а н а л а .

О д н а к о при

переходе от пассивной регистрации качества

связи

Д е л о в том,

что изучение

статистических законов

группирова­

ния искажений,

определение

вероятной длительности

групп иска­

Актуальность

и в а ж н о с т ь задачи количественного

анализа

р а с ­

пределения групп

ошибок в дискретных к а н а л а х связи определяют

обилие соответствующих работ [65, 66, 67].

О б щ и м свойством этих работ при всем различии

методов

экс­

следуемом к а н а л е связи транслируются

испытательные тест-сигна­

лы, что ограничивает объем испытаний.

Кроме того, опубликован­

ные данные к а с а ю т с я

в основном кабельных

и

радиорелейных

каналов связи. Интересное исследование автокорреляционных

ха­

рактеристик временных искажений выполнено в

кв

канале протя­

женностью 5000 миль

(Гавайи — Р и в е р х е д ) , хотя

и здесь

получен­

ный объем статистики

нельзя считать достаточным (были

отобраны

18 факсимильных записей детектированных Ч М сигналов,

принятых

в условиях многолучевости) [66].

Особенностью данного метода исследования

[92]

является

воз­

можность получения статистики практически неограниченного

о б ъ -

равные

интервалы

времени,

Ш1

первым

искаженным

фронтом

I

1

I

I

I -

1

запускается

стартстопная

дис­

кретная линия

з а д е р ж к и .

Так­

ЗЕ

товые

(продвигающие)

им­

- а

пульсы

(fnv)j

фиксирующие из­

мерительные

интервалы

вре­

мени,

поступают

на

шесть

звеньев

линии

з а д е р ж к и

(бло­

ки 2—7).

С помощью

селекто­

ров совпадений

8—13,

а

т а к ж е

счетчиков

14—19,

фиксируется

I

число

фронтов

в

к а ж д о й

из

шести временных зон.

и

V

IS

17 1!

19

20

Окончание к а ж д о г о

изме­

•Рис. 4Л2. Коррелометр:

рения

осуществляется

«стопи-

вход

/ — фронты

искаженных

сигналов

рованием»

входного

к а с к а д а

(6^37%);

вход

I I —

тактовая

частота

импульсом с последней

ячейки

(fnv)

з а д е р ж к и . Таким

образом

коррелометр

«стартует»

от сигнала

ис­

кажения

(ошибки), а •«сталируется»

п о

окончании

шестизвенного

цикла

а н а л и з а .

Количество запусков коррелометра х регистрируется счетчиком

20, позволяющим

оценить

частость

групп искажений: Rz — -^

за

время

испытаний

Т.

Путем

изменения частоты тактовых импульсов

линии

з а д е р ж к и

ное время а н а л и з а

т а = бДт.

'

Следовательно,

в

результате

измерений может

быть

получена

зависимость частости

искажений

Р 0

в зависимости

от

интервала

времени т — Р 6 (т):

р в < ( т ) =

4f П Р И * =

var,

i = 1,2,3,4,5,6,

TV